A análise de multigrupos tem como objetivo verificar se a estrutura dos modelos de medida é equivalente (invariante) em diferentes grupos com diferentes caracteristicas (isto é, rapazes vs raparigas ou diferentes modalidades). De acordo com Byrne (2010) e Cheung e Rensvold (2002), para que exista invariância é necessário verificar dois critérios: a) o modelo de medida deverá ser ajustado a cada grupo; b) para executar uma análise de multigrupos, devem ser analisados os seguintes tipos de invariância: invariância configural (i.e modelo sem constrangimento); invariância métrica (igualdade dos pesos fatoriais); invariância escalar (i.e. invariância forte) e invariância residual (i.e. invariância residual dos itens/rigor na invariância). De acordo com Cheung e Rensvold (2002), os pressupostos de invariância são verificados através das diferenças entre o teste do χ² ou CFI, devendo neste último caso ser ∆CFI≤.01. A análise foi conduzida através do AMOS 20.0.
Resultados
Pela análise da tabela 15, verifica-se que o modelo a partir da versão portuguesa do
Motivacional Climate Sport Youth Scale (MCSYSp: Borrego and Silva, 2012), não se ajustou de
forma satisfatória aos dados, visto que não foram atingidos os valores de corte adotados na metodologia. Desta forma, fomos analisar os índices de modificação à procura de eventuais fragilidades que culminaram com a eliminação de quatro itens (dois de cada factor). Após este procedimento o modelo final (reespecificado), com dois fatores e oito itens, revelou um bom ajustamento aos dados em todas as amostras em análise (Byrne, 2010; Hair et al., 2014; Marsh et al., 2004).
Tabela 15 - Indíces de ajustamento do modelo de medida do MCSYSp na amostra dos rapazes, raparigas,
futebol e natação, andebol, basqutebol e futsal
Modelos de Medida χ² df χ² /df p SRMR NNFI CFI RMSEA RMSEA-90%
Modelo Geral 2171.52 53 40.97 .000 .064 .815 .852 .094 .090-.097 Modelo Final 499.84 19 26.30 .000 .037 .923 .948 .074 .069-.080 Modelo Rapazes 292.15 19 15.37 .000 .035 .933 .954 .062 .062-.076 Modelo Raparigas 237.93 19 12.52 .000 .045 .904 .935 .081 .077-.097 Modelo Futebol 80.15 19 4.21 .000 .022 .984 .989 .054 .042-.067 Modelo Natação 173.06 19 9.10 .000 .044 .948 .965 .079 .076-.100 Modelo Andebol 76.34 19 4.01 .000 .054 .898 .931 .080 .074-.110 Modelo Basquetebol 222.38 19 11.70 .000 .044 .915 .942 .078 .069-.088 Modelo Futsal 38.06 19 2.00 .006 .041 .962 .974 .054 .029-.079
Legenda: χ² = qui-quadrado; df= graus de liberdade; χ²/df = qui-quadrado normalizado; SRMR = standardized
root mean square residual; NNFI = non-normed fit index; CFI = comparative fit index; RMSEA = root mean
square error of approximation; CI = Intervalo de confiança; Modelo Geral (dois fatores- Tarefa e Ego/12 itens, da versão portuguesa de Borrego & Silva, 2012); Modelo Final (dois fatores/ oito itens).
De acordo com os resultados na figura 31, verifica-se uma correlação negativa significativa entre um um clima com envolvimento para a tarefa e para o ego (r=-.60).
Nesta amostra, os itens apresentaram um peso fatorial no respectivo factor (todos estatisticamente significativos p<.05) variando entre .55 a .70 para o envolvimento para a tarefa e .52 a .81 para o envolvimento para o ego. Relativamente à consistência interna, em ambos os fatores, os valores da fiabilidade compósita (FC), demonstraram uma ótima consistência interna: envolvimentoo para a tarefa (0.73) e envolvimento para o ego (0.75), e demonstrou uma relação negativa e significativa (r=-.60) entre os dois construtos.
Relativamente à validade convergente, ambos os fatores revelaram ligeiros problemas, pois os valores de VEM tanto do fator envolvimento para o ego (.45) como do fator envolvimento para a tarefa (.40), são inferiores a .50 (Hair et al., 2014). Contudo, nenhum dos fatores demonstrou problemas de validade discriminante, visto que o quadrado da correlação entre os fatores (r2=.36) foi inferior ao valor de VEM de ambos os fatores (Hair et al., 2014; Fornell
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Figura 31 - Parâmetros individuais estandarizados (covariâncias dos fatores, pesos fatoriais e erros de
medida), todos estatisticamente significativos no resppetivo fator (MCSYSp- dois fatores/oito itens)
Como se pode observar nas tabelas 16 e 17, o modelo de medida revelou ser invariante em função dos géneros e das modalidades coletivas, e variante (i.e. não equivalente) em função da natação e das modalidades coletivas, de acordo com os procedimentos adotados na metodologia (∆CFI ≤ .01).
Tabela 16 - Indíces de ajustamento de invariância do modelo de medida do MCSYSp entre o género,
natação e as outras modalidades coletivas
Modelos χ² df ∆ χ² ∆df p CFI ∆CFI
Rapazes-Raparigas CI 530.10 38 - - - .947 - MI 548.54 44 18.44 6 .000 .946 .001 SI 560.35 47 30.07 9 .000 .945 .002 RI 668.35 55 138.25 17 .000 .934 .013 Natação-Futebol CI 348.74 38 - - - .929 - MI 506.48 44 157.73 6 .000 .894 .035 SI 565.06 47 216.32 9 .000 .881 .048 RI 839.23 55 490.48 17 .000 .820 .109 Natação-Basquetebol CI 450.93 48 - - - .929 - MI 682.87 44 231.93 6 .000 .890 .039 SI 717.59 47 266.65 9 .000 .885 .044 RI 901.69 55 450.75 17 .000 .855 .074 Natação-Andebol CI 328.81 38 - - - .912 - MI 393.96 44 65.15 6 .000 .895 .017 SI 402.42 47 73.61 9 .000 .893 .019 RI 435.67 55 106.87 17 .000 .885 .027 Natação-Futsal CI 290.46 38 - - - .922 - MI 409.45 44 118.99 6 .000 .887 .035 SI 442.50 47 152.04 9 .000 .878 .044 RI 524.90 55 234.43 17 .000 .854 .068
Legenda: χ² = qui-quadrado; df = graus de liberdade; ∆χ² = diferenças no valor de qui-quadrado; ∆df = diferenças nos graus de Liberdade; CFI = comparative fit index; ∆CFI = diferenças no valor de comparative fit
index; CI= invariância configural; MI=invariância métrica; SI=invariância escalar; RI= invariância residual
Tabela 17 - Indíces de ajustamento de invariância do modelo de medida do MCSYSp entre as
modalidades coletivas
Modelos χ² df ∆ χ² ∆df p CFI ∆CFI
Futebol-Basquetebol*
CI 249.73 38 - - - .949 -
MI 344.70 44 49.99 6 .000 .942 .002
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RI 419.89 55 125.19 17 .000 .930 .019 Futebol-Andebol* CI 172.69 38 - - - .950 - MI 183.30 44 10.60 6 .101 .948 .002 SI 200.97 47 28.27 9 .001 .943 .007 RI 247.46 55 74.76 17 .000 .928 .022 Ftebol-Futsal* CI 134.34 38 - - - .963 - MI 143.63 44 9.28 6 .158 .962 .001 SI 154.90 47 63.48 9 .015 .958 .005 RI 170.55 55 125.13 17 .004 .955 .008 Basquetebol -Andebol * CI 274.86 38 - - - .941 - MI 322.95 44 48.09 6 .000 .933 .008 SI 336.40 47 61.55 9 .000 .931 .010 RI 366.03 55 91.17 17 .000 .925 .016 Basquetebol-Futsal* CI 236.49 38 - - - .951 - MI 244.94 44 8.45 6 .207 .951 .000 SI 267.68 47 31.18 9 .000 .946 .005 RI 291.87 55 55.37 17 .000 .942 .009 Handball-Futsal* C 114.40 38 - - - .951 - MI 130.32 44 15.91 6 .014 .945 .006 SI 139.82 47 25.42 9 .003 .941 .010 RI 165.65 55 51.24 17 .000 .929 .022Legenda: χ² = qui-quadrado; df = graus de liberdade; ∆χ² = diferenças no valor de qui-quadrado; ∆df = diferenças nos graus de Liberdade; CFI = comparative fit index; ∆CFI = diferenças no valor de comparative fit
index; CI= invariância configural; MI=invariância métrica; SI=invariância escalar; RI= invariância residual
Discussão
Tomando em consideração o principal objetivo do presente estudo, a análise das propriedades psicométricas do modelo de medida da versão portuguesa da MCSYSp (Borrego & Silva, 2012), bem como, a análise da invariância do modelo de medida em função dos géneros e de cinco modalidades diferentes, podemos afirmar que numa primeira instância os resultados evidenciaram uma correlação negativa e significativa entre a fator envolvimento tarefa e o
fator envolvimento para o ego, o que parece contrariar a ortogonalidade do modelo teórico subjacente (AGT: Nicholls, 1984). No entanto, resultados semelhantes foram encontrados na versão original da qual o instrumento foi traduzido e validado (Smith et al., 2008).
Por outro lado, tal como evidenciam os resultados da tabela 1, o modelo inicialmente hipotetizado (dois fatores/12 itens), não se ajustou de forma satisfatória aos dados, pelo que após a análise dos índices de modificação foram eliminados dois itens de cada fator. No caso do fator envolvimento para a tarefa os itens eliminados foram o item 7 e 11: “Coach said that
all of us were important to the team’s success” e “The coach told us that trying our best was the most important thing”, respetivamente. No fator envolvimento para o ego foram
eliminados os itens 1e 12: “Winning games was the most important thing for the coach” e “Coach told us to try to be better than our teammates”, respetivamente.
Como se sabe, a decisão de eliminar, ou não, um item, não é fácil, sendo importante analisar se devemos manter as variáveis (Hair et al., 2014), tomando sempre em consideração que devemos manter a integridade do modelo teórico (Henson & Roberts, 2006). Assim, a nossa decisão de eliminação dos referidos itens baseou-se em dois aspetos fundamentais: 1) em termos práticos, por questões relacionadas com a estimação do modelo, não é necessário ter seis itens para avaliar um fator latente, e as boas práticas apontam para quatro como recomendado (Hair et al., 2014). Esta prática é comum em alguns modelos com muitos itens para avaliar o mesmo construto. Veja-se por exemplo o caso do PMCEQ para a população portuguesa (Cid et al., 2012); 2) do ponto de vista psicométrico não é justificável, nem aceitável, que se mantenham itens com um peso fatorial abaixo de .30 (Hair et al., 2014) o que acontece com os itens fator ego e o item 11 do fator tarefa. Acresce ainda o facto, de que não se devem manter itens que levantem dúvidas do ponto de vista semântico (cross- loadings), ou seja, que suscitam ambiguidade na sua interpretação por parte de quem responde. Por exemplo, o item 11 (“The coach told us that trying our best was the most
important thing”) poderia não estar a ser interpretado pelos sujeitos como variável manifesta
que avalia exclusivamente a perceção do clima com envolvimento para a tarefa.
De facto, de acordo com modelo teórico da AGT (Nicholls, 1984), “trying our best” (que implica esforço), não é uma característica exclusiva daqueles atletas que percecionam um clima com envolvimento para a tarefa. Os atletas que percecionam um clima com envolvimento para o ego também podem “trying our best” para demonstrar competências nas atividades que realizam. A grande diferença é que os primeiros se regem por critérios autorreferenciados (i.e. demonstram competência em função do conhecimento que têm de si próprios), e os segundos por critérios normativos (i.e. demonstram competência em função daquilo que os outros realizam). De facto, no âmbito da avaliação da teoria dos objetivos de realização (ao nível disposicional), podemos encontrar algumas críticas aos instrumentos de medida existentes (TEOSQ (Task and Ego Orientation in Sport Questionnaire) e POSQ (Perception of Success Questionnaire), por confundirem as definições concetuais (e.g., tarefa) com os seus correlatos (e.g., esforço, trabalho duro) (Petherick & Markland, 2008), que não são exclusivos da orientação para a tarefa.
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Em suma, apesar da diferenciação na forma como os sujeitos orientam os seus objetivos, pode conduzir a padrões distintos (i.e. adaptativos ou mal adaptativos), isso não quer dizer que os indivíduos que têm um envolvimento para o ego não possam experienciar também os comportamentos e resultados positivos da realização (Duda & Balaguer, 2007). No entanto, isto só acontece quando a sua perceção de competência é alta, e para isso necessitam de demonstrar competência superior aos outros.
Após a eliminação dos referidos itens, o modelo final (dois fatores/ 8 itens) ajustou-se de forma satisfatória aos dados, revelando boas propriedades psicométricas. Assim, apesar de ser uma versão mais reduzida, continua a ser consistente com o modelo original (Smith et al., 2008), e as variáveis manifestas (itens) continuam a refletir as variáveis latentes que supostamente deveriam avaliar, ou seja, continuam a existir evidências de validade de construto (Hair et al.,2014). Para além disso, o MCSYSp não só apresentou valores de ajustamento bastante razoáveis para a totalidade da amostra, como em todas as amostras (ver tabela 16), (e.g., Marsh et al., 2004).
No que à consistência interna diz respeito, os elevados valores de fiabilidade compósita (CR≥.70), revelaram que ambos os fatores medem o construto teórico que pretendem medir (Hair et al., 2014; Fornell and Larcker, 1981), tal como também acontece não só na versão original (Smith et al., 2008), como também na versão portuguesa (Borrego & Silva, 2012). Por outro lado, verificam-se, ligeiros problemas de validade convergente em ambos os fatores, o que significa que os itens não convergem fortemente para os fatores. No entanto, todos os itens têm um peso fatorial estatisticamente significativo no respetivo fator, o que de acordo com Hair et al. (2014), é um indicador de validade convergente. Para além disso, nenhum dos itens revelou ser cross-loading, sendo também por isso um indicador de validade convergente (Byrne, 2010). No que diz respeito à validade discriminante, não se verificaram problemas, o que significa que os fatores são distintos um do outro, tal como preconiza o modelo teórico da AGT (Nicholls, 1984).
Em relação à invariância do modelo, os resultados dão suporte à equivalência da medida entre géneros e modalidades coletivas, ou seja, os construtos teóricos subjacentes ao questionário, são concetualizados da mesma forma entre os géneros e as diferentes modalidades coletivas. Desta forma, tomando em consideração os pressuposto da análise da invariância operacionalizadas na metodologia (Byrne, 2010, Cheung & Rensvold, 2002), podemos afirmar que tanto para os géneros como para as modalidades coletivas o seguinte: que se verifica invariância configural, na medida em que o mesmo conjunto de itens que explica o mesmo conjunto de fatores se mantêm, independentemente do género e da modalidade coletiva praticada; todos os pesos fatorais são invariantes em ambos os géneros e modalidades coletivas, o que significa que os itens têm a mesma importância para os fatores, independentemente do género e/ou das modalidades coletivas, verificando-se por isso invariância métrica; os intercetos dos itens são invariantes (i.e. equivalentes), em ambos os géneros e modalidades coletivas, representando por isso invariância escalar (i.e. Strong invariance). Neste sentido, quando este pressuposto é verificado, significa que o MCSYSp, está
apto para que possam ser feitas interpretações reais da perceção dos atletas sobre o clima motivacional induzido pelos seus treinadores, tanto entre géneros como nas modalidades coletivas em análise (Byrne, 2010; Cheung & Rensvold, 2002); por fim, relativamente à invariância residual (i.e., strict invariance), este pressuposto quase nunca se verificou, salvo a exceção (futebol-futsal e basquetebol-futsal). No entanto, de acordo com alguns autores (Byrne, 2010; Cheung & Rensvold, 2002), parece não existir consenso na literatura sobre a relevância de analisar a invariância residual, pelo que a análise do mesmo é considerada opcional por parte dos investigadores. Para além disto, de acordo com Byrne (2010), esta falta de consenso em torno deste tipo de invariância, verifica-se por este critério ser demasiado restritivo, visto implicar que os pesos fatoriais, intercetos e as variâncias e covariâncias dos resíduos não diferem significativamente, o que é muito difícil de alcançar na área das ciências sociais. Contudo, o que importa reteré que o facto de não existir invariância residual, não é significado de falta de invariância do modelo de medida (Byrne, 2010; Cheung & Rensvold, 2002).
Por outro lado, no que se refere à modalidade de natação os pressupostos de invariância não se verificaram, o que significa que os nadadores podem percecionar o clima motivacional de forma diferenciada comparativamente aos atletas das outras modalidades colectivas estudadas, ou seja, os resultados evidenciam que o mesmo conjunto de itens associados aos respetivos fatores latentes não está a ser percecionado da mesma forma na modalidade de natação comparativamente às outras modalidades colectivas1. Como consequência, eventuais
inferências sobre diferenças entre os atletas de natação e das outras modalidades não podem ser realizadas com precisão (Cheung & Rensvold, 2002).
Tal facto parece estar associado com as especificidades de cada modalidade, ou seja, a natação como é uma modalidade individual, o atleta é o responsável pela formulação e estratégia necessária para assegurar o seu próprio sucesso, enquanto numa modalidade coletiva (e.g., futebol) os membros da equipa devem trabalhar em conjunto em direção ao sucesso, pelo que a motivação (incluindo a perceção do clima motivacional) surge como a variável mais importante na diferenciação entre modalidades coletivas e individuais (Keegan et al., 2011).
Esta explicação parece ganhar robustez, se tomarmos em consideração a especificidade da nossa amostra na modalidade de natação, no que respeita aos anos de prática, visto que os nadadores que participaram neste estudo têm no mínimo 6 anos de prática e o máximo de 14 (o que não acontece nas outras modalidades) podendo, por isso serem considerados atletas persistentes na modalidade, e por essa razão não estarem a valorizar os itens associados à dimensão ego (e.g., “the coach told as which players on th team were best”). Alguns estudos (e.g., Jõesaar et al.,2011) têm vindo a demonstrar que os atletas com muitos anos de prática, em contextos de realização percecionam mais um clima com envolvimento para tarefa e orientam-se mais para a tarefa, pelo que esta orientação está associada a formas de motivação mais autodeterminadas e a padrões comportamentais mais adaptativos (Hagger & Chatzisarantis, 2008).
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De qualquer das formas esta questão deve ser melhor analisada em futuros estudos, o que nos leva sugerir como recomendação que se possa ter em consideração o estudo da invariância em função dos diferentes anos de prática dos atletas.
Em suma, apesar de a nossa intenção ser analisar as propriedades de um questionário que permitisse de forma clara e objetiva avaliar as duas dimensões preconizadas pela AGT (nível situacional) no contexto do desporto, contribuindo para a disseminação do conhecimento nesta área, sabemos que os estudos da validade de um instrumento são um processo contínuo e que demora o seu tempo (Barret, 2007), pelo que os resultados aqui apresentados contribuem para o aumento das evidências que suportam a utilização deste instrumento noutras modalidades, tal como tinha sido sugerido por Borrego e Silva (2012).1
Assim, tomando em consideração os resultados alcançados no presente estudo, podemos concluir que o MCSYSp é uma opção válida, fiável e transversal não só aos géneros, como a várias modalidades, para avaliar a perceção que os atletas têm do clima motivacional face aos critérios de sucesso ou fracasso que estão inerentes ao contexto de realização no desporto. No entanto, para além da recomendação efetuada anteriormente, sugere-se também que sejam realizados futuros estudos com esta escala em outras modalidades desportivas individuais, incluindo análise da invariância do modelo em função das mesmas, de forma a compreender melhor as suas propriedades psicométricas.
1 Para compreender se a alteração/adaptação realizada ao item 10 (mencionada na caracterização do instrumento),
teve alguma influência na ausência de invariância do modelo entre a natação e os desportos colectivos, foram analisados os pressupostos de invariância no modelo sem o item 10. Os resultados evidenciaram que esta alteração não interferiu na ausência de invariância